導(dǎo)語(yǔ)：詮釋江南地區(qū)房產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢(xún)客服老師，歡迎參考。

摘要：本文選取GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代表指標(biāo)，選取房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資作為房地產(chǎn)投資的主要參考指標(biāo)，運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型，分析了江蘇房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。結(jié)果顯示，房地產(chǎn)投資對(duì)江蘇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接貢獻(xiàn)度是0.221%，表明現(xiàn)階段房地產(chǎn)投資對(duì)江蘇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較為明顯。

關(guān)鍵詞：江蘇房地產(chǎn)投資經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Granger因果檢驗(yàn)

一、數(shù)據(jù)的選取

本文考察江蘇省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，選取衡量商品和勞務(wù)總量的GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代表指標(biāo)，選取房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資作為房地產(chǎn)投資的主要參考指標(biāo)，用REi表示。房地產(chǎn)投資額和江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列跨度為1990—2009年。使用的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》。GDP和REI兩個(gè)變量呈指數(shù)上升的趨勢(shì)，對(duì)這兩個(gè)變量序列同時(shí)取自然對(duì)數(shù)后不會(huì)影響變量間長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系和短期調(diào)整效應(yīng)，同時(shí)還可消除異方差的影響。所以，本文采用對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)形式，江蘇GDP與房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額對(duì)數(shù)序列分別記為L(zhǎng)NGDP和LNREI（見(jiàn)表1）。D（LNGDP）和D（LNREI）分別為兩變量的一階差分。所有的數(shù)據(jù)分析結(jié)果都是在計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件eviews6.0環(huán)境下得到的。

二、實(shí)證分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）

為了避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)之間產(chǎn)生“偽回歸”或“虛假回歸”的現(xiàn)象，必須對(duì)原序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)，可以采用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)等，本文采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)LNGDP、LNREI序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，序列LNGDP和LNREI經(jīng)過(guò)一價(jià)差分后，在10％的顯著性水平下t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值大于相應(yīng)臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明序列不存在單位根，LNGDP和LNREI為平穩(wěn)序列，兩者為一階單整，記為L(zhǎng)NGDP~I（1），LNREI~I（1）。由于有著相同的單整階數(shù)，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

（二）序列的協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整就是分析序列之間是否存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。研究時(shí)以GDP作為因變量，REI作為變量，采用Engle—Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先用OLS法構(gòu)建回歸模型，接著對(duì)回歸方程殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果平穩(wěn)，則說(shuō)明序列是平穩(wěn)的，存在協(xié)整關(guān)系。

第一步：對(duì)LNGDP和LNREI進(jìn)行回歸分析，得到的回歸擬合方程為：

LNGDP＝5.63604948951＋

0.571419220429＊LNREI（1）

其中R2＝0.979625

DW＝0.807161

第二步：對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。令E為回歸方程的殘差序列，則

E＝LNGDP－5.63604948951－

0.571419220429＊LNREI（2）

檢驗(yàn)結(jié)果如圖1。

從檢驗(yàn)結(jié)果看出，t統(tǒng)計(jì)量的值為-3.336351，小于1%顯著水平下的臨界值-2.708094，表明至少可以在99%置信水平下拒絕原假設(shè)，表明殘差不存在單位根，為平穩(wěn)序列。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，說(shuō)明江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資這兩個(gè)時(shí)間序列之間存在某種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。

（三）誤差修正模型

誤差修正模型（ECM）是一種短期模型，反映了因變量短期波動(dòng)是如何被決定的。建立誤差修正模型，最一般的方法是自回歸分布滯后模型，模型形式如下：（3）

移項(xiàng)整理可得：

（4）其中λ＝β2-1，是誤差修正項(xiàng)，記為ECM。

方程式3解釋了因變量y的短期波動(dòng)是如何被決定的。一方面它受到本期自變量短期波動(dòng)△x的影響，另一方面，取決于ECM。ECM反映了變量在短期波動(dòng)中偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度，稱(chēng)為均衡誤差。

由于江蘇房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在協(xié)整關(guān)系，我們可以以平穩(wěn)的殘差序列作為誤差修正項(xiàng)目建立ECM模型，考察變量短期波動(dòng)情況，該誤差修正模型為：

D（LNGDPt）＝0.0993975043942

＋0.221441217467*D（LNREIt）

－0.292047555732*ECMt-1（5）

（7.218258）（6.619348）（-3.892808）

其中R2＝0.756843

DW＝1.633560

ECMt-1＝-5.63604948952－

0.57141922043*LNREIt-1

＋1*LNGDPt-1（6）

式（5）和式（6）的結(jié)果表明，在短期內(nèi)自變量房地產(chǎn)投資每增長(zhǎng)1%，將引起因變量江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0.221%。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.292，說(shuō)明當(dāng)LNGDP在上期偏離長(zhǎng)期均衡值時(shí)，LNREI將會(huì)在下期做出方向相反的修正，將以-29.2%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger檢驗(yàn)是通過(guò)受約束的F檢驗(yàn)來(lái)完成的，根據(jù)計(jì)算出的F值是否大于或小于給定顯著水平下的臨界值來(lái)決定拒絕或接受原假設(shè)H0。上面的研究分析只是說(shuō)明了江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資這兩個(gè)時(shí)間序列之間存在某種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，兩者之間是否存在因果關(guān)系，房地產(chǎn)投資是否有助于預(yù)測(cè)（解釋?zhuān)┑貐^(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，尚不明確。因此要對(duì)這兩個(gè)時(shí)間序列變量作Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。在Eviews6.0中取兩階滯后，給出的估計(jì)結(jié)果如圖2。

從檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，相伴概率0.0096和0.0014都小于0.01，兩個(gè)虛擬假設(shè)的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于給定顯著水平下的臨界值，所以拒絕原假設(shè)。表明至少在99%的置信水平下，可以認(rèn)為江蘇的房地產(chǎn)投資是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值也是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因。

四、結(jié)論

結(jié)果顯示，江蘇房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較為顯著，房地產(chǎn)投資每增長(zhǎng)1%就會(huì)帶動(dòng)江蘇國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值0.221%的增長(zhǎng)。從過(guò)去20年的歷史數(shù)據(jù)看，除個(gè)別年份外，江蘇的房地產(chǎn)投資的增速都高于20%，在應(yīng)對(duì)全球金融危機(jī)的關(guān)鍵之年2009年，江蘇省房地產(chǎn)投資量、銷(xiāo)售量雙居中國(guó)首位。2010年上半年，全省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資完成額繼續(xù)位居全國(guó)第一，完成房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資1866.41億元，同比增長(zhǎng)29%。江蘇房地產(chǎn)業(yè)確實(shí)成為帶動(dòng)江蘇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。這僅僅是房地產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的直接貢獻(xiàn)，如果考慮其間接貢獻(xiàn)，房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度會(huì)更大。